山東省土地利用效率影響因素分析案例目錄TOC\o"1-3"\h\u1349山東省土地利用效率影響因素分析案例 159621.1變量選取與數(shù)據(jù)來源 199501.1.1變量選取 113881.1.2數(shù)據(jù)來源 3264501.2面板數(shù)據(jù)回歸模型選擇 363031.3回歸結(jié)果分析 3206511.3.1平穩(wěn)性檢驗 345771.3.2OLS回歸分析 4272941.3.3自相關(guān)檢驗 5168941.3.4異方差檢驗 5130661.3.5結(jié)果分析 61.1變量選取與數(shù)據(jù)來源1.1.1變量選取本部分對土地利用效率影響因素的分析與兩類變量相關(guān)：被解釋變量，本研究指土地資源利用效率得分。解釋變量，是指對土地利用效率產(chǎn)生影響的各種因素，由于影響因素眾多，本研究只從以下幾個方面選取可量化測度的指標(biāo)：（1）土地利用效率。本研究前文已經(jīng)利用熵值法求得山東省2000-2019年土地資源利用效率得分，用熵值法求得的效率值作為本研究中的被解釋變量。（2）經(jīng)濟(jì)水平。經(jīng)濟(jì)水平可以反映一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)是好還是壞，經(jīng)濟(jì)水平越高的城市，對土地配置的要求就會更高，但是土地是有限的，因此每種類型的用地都是有限的，因此對城市土地使用率及利用配置方式提出了更高的要求。因此經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平可以量化為GDP作為解釋變量。（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。在城市發(fā)展的初始階段，城市土地利用主要以農(nóng)業(yè)為主，二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展緩慢，但隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展，二三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展成為城市發(fā)展的主要推動力，城市用地規(guī)模逐漸擴(kuò)大，農(nóng)用地轉(zhuǎn)化為二三產(chǎn)業(yè)用地，此時城市用地逐漸從粗放向集約轉(zhuǎn)變。由此可以看出二三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是未來城市發(fā)展的主流。因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可以量化為第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值作為解釋變量。（4）城市資產(chǎn)投資。城市資產(chǎn)投資由于城市規(guī)模和城市產(chǎn)業(yè)的不同，因此城市投資的多少和投資的方向都會有所不同。城市把資產(chǎn)投資到各種經(jīng)濟(jì)實(shí)體或者其他形式的經(jīng)濟(jì)當(dāng)中去，但各種經(jīng)濟(jì)的發(fā)展都需要土地作為載體，作用到土地上，最終會反應(yīng)土地利用的狀況。因此城市資產(chǎn)投資可以量化為城市固定資產(chǎn)投資作為解釋變量。（5）用地規(guī)模。用地規(guī)模即用地數(shù)量，它可以直接反應(yīng)一個城市土地利用的結(jié)構(gòu)狀況，隨著城市發(fā)展，城市向外擴(kuò)張導(dǎo)致城市用地規(guī)模也在逐漸增加。土地是有限的，因此在城市發(fā)展過程中必定會向城市周圍擴(kuò)張，占用農(nóng)用地，但是一個城市的農(nóng)用地不是無限占用的，所以城市用地必須集約利用，在現(xiàn)有的城市規(guī)模上提高城市土地利用效率。因此用地規(guī)?？梢粤炕癁槌鞘薪ǔ蓞^(qū)面積作為解釋變量。（6）科技水平?？萍妓降奶岣邥韯?chuàng)新，科技進(jìn)步和創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城市資產(chǎn)投資等都會帶來影響，從而會間接影響土地的利用效率。因此科技水平可以量化為科技活動經(jīng)費(fèi)支出占城市財政支出的比例作為解釋變量。（7）城鎮(zhèn)化。姜海、曲福田認(rèn)為城鎮(zhèn)化可以改變既定的的土地利用模式，使城市用地結(jié)構(gòu)趨于合理，土地利用效率得到提升楊喆劍.湖北省城市土地利用效率評價及影響因素研究[D].湖北大學(xué),2011.楊喆劍.湖北省城市土地利用效率評價及影響因素研究[D].湖北大學(xué),2011.（8）政府管制。在城市發(fā)展過程中由于一些原因造成貧富差距、環(huán)境污染等一系列問題，因此需要政府通過出臺政策，調(diào)控市場，投入資金等一系列措施來影響土地利用，對土地利用狀態(tài)進(jìn)行改善。因此政府管制可以量化為政府財政預(yù)算支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重作為解釋變量。表1.1各變量指標(biāo)選取情況變量名稱變量定義單位解釋變量城市資產(chǎn)投資城市固定資產(chǎn)投資/山東省面積萬元/km2經(jīng)濟(jì)水平GDP億元產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值%用地規(guī)模建成區(qū)面積km2科技水平技活動經(jīng)費(fèi)支出/城市財政支出%城鎮(zhèn)化城鎮(zhèn)化率%政府管制政府財政預(yù)算支出/GDP%被解釋變量土地利用效率土地利用效率得分1.1.2數(shù)據(jù)來源本部分的研究是在前文的基礎(chǔ)上對山東省土地利用效率影響因素進(jìn)行分析，由于數(shù)據(jù)分析時需要解釋變量與被解釋變量，本研究的被解釋變量即土地資源利用效率得分已由前文通過熵值法計算得出，而解釋變量指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2000——2019）、《山東省統(tǒng)計年鑒》（2000——2019）等，由于部分指標(biāo)不能直接查到，后續(xù)經(jīng)過整理和計算得到最終結(jié)果。1.2面板數(shù)據(jù)回歸模型選擇本研究選取數(shù)據(jù)為山東省2000-2019年的面板數(shù)據(jù)，為時間序列數(shù)據(jù)。上文利用熵值法求得的土地資源利用效率值處于0到1區(qū)間，同時由于土地利用效率受到多個變量的影響，因此，最終選擇線性回歸方法來構(gòu)建山東省土地利用效率影響因素模型。多元線性回歸模型的一般形式為：Yi=i=1,2,,…,n其中k為解釋變量的數(shù)量，βj（j=1,2，…,k）代表回歸系數(shù)，μ代表隨機(jī)誤差項1.3回歸結(jié)果分析1.3.1平穩(wěn)性檢驗本研究采用的變量數(shù)據(jù)為山東省2000-2019年度的數(shù)據(jù)，并且為時間序列數(shù)據(jù)，所以在進(jìn)行主要的分析之前，要對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。之所以要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，是因為如果數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，就會導(dǎo)致出現(xiàn)“偽回歸”的問題，具體表現(xiàn)在即使兩列數(shù)據(jù)之間沒有任何意義的關(guān)系，但回歸分析中也可以表現(xiàn)出較高的相關(guān)性，所以這樣的結(jié)果是沒有意義的。因此，本研究在進(jìn)行多元回歸分析之前，要通過單位根檢驗來判斷變量數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。本研究使用的是ADF檢驗法，并根據(jù)不同的變量數(shù)據(jù)來對其截距項，趨勢項來進(jìn)行選擇。結(jié)果如下：表1.2數(shù)據(jù)的單位根檢驗變量檢驗類型ADF檢驗統(tǒng)計量5%的臨界值結(jié)論LNY(C,0,3)-3.231849-1.960171平穩(wěn)LNX1(C,0,3)-4.201145-1.902953平穩(wěn)LNX2(C,0,3)-0.972594-1.960171不平穩(wěn)LNX3(C,0,3)-2.128151-1.902953平穩(wěn)LNX4(C,0,3)-3.851080-1.903566平穩(wěn)LNX5(C,0,3)-1.153624-3.020686不平穩(wěn)LNX6(C,0,3)-4.395510-2.902068平穩(wěn)LNX7(C,0,3)-4.199894-2.909970平穩(wěn)由上述檢驗結(jié)果分析可知，在通過單位根檢驗后，所有變量中只有五個變量在顯著性水平5%下，ADF檢驗值大于臨界值，為平穩(wěn)的時間序列，這五個變量分別為地均固定資產(chǎn)投資、GDP、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、城鎮(zhèn)化率和政府財政預(yù)算支出/GDP，其余兩個非平穩(wěn)的時間序列為建成區(qū)面積和科研活動經(jīng)費(fèi)/城市財政支出，因為這兩個變量為非平穩(wěn)序列因此排除不進(jìn)行分析。只對五個平穩(wěn)序列變量進(jìn)行分析。1.3.2OLS回歸分析表1.3OLS估計結(jié)果VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-12.14394.5042-2.69610.0174LNX10.22640.05224.77490.0000LNX31.25870.47472.65170.0190LNX40.04850.02662.39680.0468LNX60.14200.48240.29460.7726LNX71.03760.56041.83530.0854EffectsSpecificationR-squared0.9816Meandependentvar-0.971301AdjustedR-squared0.9751S.D.dependentvar0.7026S.E.ofregression0.1109Akaikeinfocriterion-1.3169Sumsquaredresid0.1722Schwarzcriterion-1.0182Loglikelihood19.1696Hannan-Quinncriter.-1.2586F-statistic149.7149Durbin-Watsonstat1.5394Prob(F-statistic)0.000000（1）模型回歸參數(shù)顯著性檢驗t檢驗：給定顯著性水平α=0.1，由回歸參數(shù)估計表可得各個解釋變量的T檢驗統(tǒng)計量分別為4.7749、2.6517、2.3967、0.2945和1.8352。地均固定資產(chǎn)投資（X1）、GDP（X3）、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（X4）、政府財政預(yù)算支出/GDP（X7）的T檢驗統(tǒng)計量的絕對值均大于臨界值，說明t檢驗在α=0.1的顯著性水平下顯著，也就是說除了城鎮(zhèn)化率（X6），地均固定資產(chǎn)投資（X1）、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（X4）、政府財政預(yù)算支出/GDP（X7）對被解釋變量土地利用效率（Y）均具有顯著影響。（2）模型擬合優(yōu)度檢驗擬合優(yōu)度檢驗：從表1.3中可以看出，決定系數(shù)為0.9816，調(diào)整后的決定系數(shù)為0.9751，大于0.8，說明此模型對樣本的擬合效果較好。（3）模型整體顯著性檢驗F檢驗：給定顯著性水平α=0.1，由回歸參數(shù)估計表得到臨界值F=132.2189，表中F值為149.7149，大于臨界值，所以拒絕原來的假設(shè)，說明地均固定資產(chǎn)投資（X1）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（X3）、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（X4）、城鎮(zhèn)化率（X6）、政府財政預(yù)算支出/GDP（X7）聯(lián)合起來對被解釋變量土地利用效率得分（Y）有顯著影響。進(jìn)行回歸分析后，得到各個變量的回歸系數(shù)與誤差項，得到的最終方程為：lnY=-12.1439+0.2264*lnX1+1.2587*lnX3+0.0485*lnX41.3.3自相關(guān)檢驗表1.4自相關(guān)檢驗結(jié)果

Breusch-GodfreySerialCorrelationLMTest:F-statistic2.055448Prob.F(6,16)0.1605Obs*R-squared4.088227Prob.Chi-Square(6)0.1295圖中，R2=4.088227，臨界概率P=0.1605，因此輔助回歸模型是不顯著的，表明不存在自相關(guān)性。又因為，et?1，e1.3.4異方差檢驗表1.5方差檢驗結(jié)果

HeteroskedasticityTest:WhiteF-statistic1.820986Prob.F(6,17)0.1921Obs*R-squared3.528706Prob.Chi-Square(6)0.1713ScaledexplainedSS3.134305Prob.Chi-Square(6)0.2086假定在10%的顯著性水平下，對應(yīng)的P值為0.1921，大于0.1，于是認(rèn)為該模型不存在異方差問題。1.3.5結(jié)果分析本研究通過對土地利用影響效率因素結(jié)構(gòu)研究進(jìn)行計量分析，數(shù)據(jù)通過了平穩(wěn)性檢驗、自相關(guān)檢驗、異方差檢驗。針對計算出的結(jié)果，可以得出下列結(jié)論：（1）城市資產(chǎn)投資與山東省土地利用效率呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。通過上面分析可知，城市固定資產(chǎn)投資對土地利用效率的回歸系數(shù)為0.2264，顯著性水平為0<0.1，這表明固定資產(chǎn)投資正向影響了土地利用效率，即城市資本投入越多，用地效率將會越高。資本量對土地配置有很強(qiáng)的替代作用，資本量的加大會適度減少土地投入量，從而促進(jìn)土地集約化利用。（2）經(jīng)濟(jì)水平與山東省土地利用效率呈正相關(guān)關(guān)系。通過上面分析可知，GDP對土地利用效率的回歸系數(shù)為1.2587，顯著性水平為0.019<0.1，這表明GDP正向影響了土地利用效率，即表明GDP越高，土地利用效率將會越高。（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與土地利用效率之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。通過表1.3分析可知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對土地利用效率的回歸系數(shù)為0.0485，顯著性水平為0.0468<0.1，說明第三產(chǎn)業(yè)/第二產(chǎn)業(yè)比例越高，土地利用效率值也越高?，F(xiàn)如今，應(yīng)加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，從低附加值向高附加值轉(zhuǎn)型升級，從高能耗向低能耗轉(zhuǎn)型升級，從粗放型型向集約型轉(zhuǎn)變。第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值超過第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級轉(zhuǎn)變的重要表現(xiàn)，因此，在未來，應(yīng)引領(lǐng)第三產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，但因第二產(chǎn)業(yè)和第一產(chǎn)業(yè)也要打好基礎(chǔ)穩(wěn)固發(fā)展。第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展離不開科技的進(jìn)步、資本投資經(jīng)濟(jì)提升等，兩者之間有一個互相促進(jìn)的作用。同時第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值也反映了一個城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值越大，表明第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展良好，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也會相對較好，反